LOCUS QOS45029 1273 aa linear SYN 28-OCT-2020
DEFINITION SARS-CoV-2 spike [synthetic construct].
ACCESSION QOS45029
VERSION QOS45029.1
DBSOURCE accession MW036243.1
cBioPortal for Cancer Genomicsとは何か、という問いについてはオリジナルのサイトをみていただくのが速いのでしょう。公開された遺伝子関連情報（変異情報、遺伝子発現情報、臨床情報他）と解析ツールを組み合わせたもの、というのが私の理解です。これを使って何が判るのか、ということを少し触ってみましたので、メモしてゆきます。
Baranov P, Henderson C, Anderson C, Gesteland R, Atkins J, Howard M. Programmed ribosomal frameshifting in decoding the SARS-CoV genome. Virology. 2005;332(2):498-510. [PubMed]
そして今回の新型コロナウイルス肺炎の騒ぎで、伝染病のサーベイランスと結果次第では早めの対応を日本でもできるようにという事で、「日本版CDC」をという議論が出てきているのだろうと思います。ただ、良く判らないのがその機能を担う機関が日本に全くないのかというとそういう訳でもないように思います。それは、さておき感染症のサーベイランスはどんな風にデータを評価しているのか少し調べてみました。Getting started with outbreak detection （アウトブレイクを検出することから始めよう）という論文によるとCDC algorithmという手法があります。新たに発症した症例数を週ごとに集計して、過去の発症例数と比較して変動の範囲を超えて感染者が増加した場合に、そのシグナルを検出する手法です。どんなふうになるのか、論理的な事や数式が出てきて良く判らなくなるよりは、実際のCOVID-19の日本のデータ（3月10日までの集計）を流し込んでどういったアウトプットが得られるのか、ながめてみることにしました。
A statistical algorithm for the early detection of outbreaks of infectious disease, Farrington, C.P.,Andrews, N.J, Beale A.D. and Catchpole, M.A. (1996), J. R. Statist. Soc. A, 159, 547-563.
#Do surveillance for the last 50 days.
n <- length(CovidDisProg$observed)
#Set control parameters.
control <- list(b=2,w=3,range=(n-50):n,reweight=TRUE, verbose=FALSE,alpha=0.01)
res <- algo.farrington(CovidDisProg,control=control)
#Plot the result.
plot(res,disease=”COVID-19″,method=”Farrington”)
# sts.cdc <- algo.cdc(CovidDisProg, control = control)
# <<<error>>> algo.cdc only works for weekly data.
# plot(sts.cdc, legend.opts=NULL)
Self-controlled case series (SCCS) の解析方法を試しはじめてしばらく時間が経過しました。その間に、このSCCSを計算するためのRのパッケージが開発されていまして、一見したところ便利そうです。とりあえず、ご多分に漏れず、このパッケージを利用して、過去にやった方法や論文1と同じ結果が得られるのか試してみました。
Whitaker H, Farrington C, Spiessens B, Musonda P. Tutorial in biostatistics: the self-controlled case series method. Stat Med. 2006;25(10):1768-1797. [PubMed]
Hayden F, Sugaya N, Hirotsu N, et al. Baloxavir Marboxil for Uncomplicated Influenza in Adults and Adolescents. N Engl J Med. 2018;379(10):913-923. [PubMed]
2.
Omoto S, Speranzini V, Hashimoto T, et al. Characterization of influenza virus variants induced by treatment with the endonuclease inhibitor baloxavir marboxil. Sci Rep. 2018;8(1):9633. [PubMed]
国内の副作用データベースであるJADERを用いた解析の結果を論文として公表しました。この論文は2017年に公表したもので、ごく最近出版という訳ではありません。出版された際に著者には無料で見ることのできるリンクが提供されています。そのリンクは個人で楽しむ目的で使用するものと思っていましたが、Circulationのインストラクションを読んでいましたところ、自身のホームページにリンクを張ることが許可されている事が判明しました。ですので、個人ブログにそのリンクを張ります。 …Circulation誌のインストラクション Q&Aパート… Q—Can I post my article on the Internet? A—Corresponding authors will receive “toll-free” links to their published article. This URL can be placed on an author’s personal or institutional web site. Those who click on the link will be able to access the article as it published online in the AHA journal (with or without a subscription). Should coauthors or colleagues be interested in viewing the article for their own use, authors may provide them with the URL; a copy of the article may not be forwarded electronically. …
<http://circ.ahajournals.org/content/135/8/815> Yasuo Oshima, Tetsuya Tanimoto, Koichiro Yuji, Arinobu TojoAssociation Between Aortic Dissection and Systemic Exposure of Vascular Endothelial Growth Factor Pathway Inhibitors in the Japanese Adverse Drug Event Report Database
Martin R, Kapoor K, Wilton L, Mann R. Underreporting of suspected adverse drug reactions to newly marketed (“black triangle”) drugs in general practice: observational study. BMJ. 1998;317(7151):119-120. [PubMed]
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Avery A, Anderson C, Bond C, et al. Evaluation of patient reporting of adverse drug reactions to the UK “Yellow Card Scheme”: literature review, descriptive and qualitative analyses, and questionnaire surveys. Health Technol Assess. 2011;15(20):1-234, iii-iv. [PubMed]
臨床試験中に生じた有害事象と試験薬との因果関係の評価は、重要な意味を持ちうるにもかかわらず、客観的で確立された基準があるとは言えない。疾患の経過中に起きた有害事象は、被疑薬による副作用のほか、被験者がもともと有していた病態に関連した症状、併用薬剤による事象、治療手技の合併症、それらとは無関係に偶然おこる偶発症などさまざまな可能性がある。原因についてのさまざまな可能性を臨床的に推論してゆく中で、相対的に他の要因が考えにくい場合に被疑薬との因果関係があると考えられる。つまり、いわゆる臨床推論そのものであり、一律に基準を設けるのは困難である。治験中に得られる安全性情報の取り扱いについて、INTERNATIONAL CONFERENCE ON HARMONISATION (ICH) E2Aという国際的ガイドラインがある。その規定によると、薬物投与後に起きた有害事象について、完全に否定することは論理的には困難であるにもかかわらず、「因果関係が否定できない場合に、合理性を以て因果関係の可能性があるとする」との考え方が記載されている(2)。脚注 このように基準となるべき文言についても客観的で一定の判断が常にできる基準とは言い難い。このほかにも考慮するべき点はいくつか報告されている。上記ICH E2Aの記述および、同じく国際的な治験や市販後の医薬品評価にかかわる議論を深めてきた国際医科学団体協議会(CIOMS, council for international organizations of medical science)が、因果関係の判断に関して考慮するべきとして指摘している点を4点以下に列挙する。あるべき姿として、評価できるだけの十分な医療上の情報を得たうえで判断がなされるべきである。
臨床試験のうち、新医薬品等の承認を得るための臨床試験を治験と呼び、これはいわゆるGCP省令に基づいて行われ、治験届がなされている。治験では、個別症例の有害事象について、治験責任医師等がその因果関係判断を行う。治験責任医師等が当該有害事象と試験薬との因果関係を否定しないと、治験依頼者によって個別症例の副作用として報告等の必要な手続きが検討される。この場合試験が継続中であれば、規制当局および治験に参加している他施設への迅速報告が検討されるとともに、その重要度によっては試験の継続についても検討される。しかしながら、試験が終了し、集積検討をする段階では、個別症例についての因果関係評価に基づいてそのまま、「当該試験薬が当該副作用を引き起こす」というように医薬品が評価されるわけではない。むしろ逆である。Food and Drug Administration (FDA)では審査官(reviewer)向けのガイドブックが作成され公開されている。このFDAレビューワーガイダンスによると、有害事象の報告に責任のある治験責任医師（investigator）あるいは治験依頼者（新医薬品等の申請者としてapplicantの用語で登場する）が行った個別症例についての因果関係判断からは、あまり有用な情報が得られない、あるいは、無視するようにとも取れる記述がみられる。以下に因果関係評価についての記述をFDAのレビューワーガイダンスより引用する。(http://www.fda.gov/downloads/Drugs/GuidanceComplianceRegulatoryInformation/Guidances/ucm072974.pdf)
どうして個別症例の因果関係評価を無視するような記述になっているかと言うと、集積検討をする場合には個別症例の因果関係評価とは別の情報が加わるからである。どのような情報かについては、具体例を提示することで解説したい。以下に臨床試験に関する教科書であるStatistical Issues in Drug Developmentからの例を2つほど引用する(3)。元の教科書を参照していただければわかるが、これらの例は架空の例であり、過去に実施された治験についての記録ではない。しかし、本稿では過去に起きたような時制で文章を記述させていただくことをあらかじめお断りしておく。
なお、FDAのデータは日本からの報告も含まれるが、間質性肺炎等日本からの報告が多い一部の例を除くと、日本よりは米国での発現状況を色濃く反映していると考えられる。つまり、日本国内での副作用発現状況については、FDA AERSとは異なる可能性は否定できない。国内の副作用状況はPMDAが医薬品ごとの副作用情報を公開している。しかし全医薬品についての報告数を集計する必要のあるBCPNN等のデータマイニング手法は、PMDAの外部の研究者にとって現実的には難しい。本稿では紹介しなかったが、イギリスの規制当局で採用されているProportional Reporting Ratio (PRR)と言われる手法や、FDAで採用されているGamma Poisson Shrinker program (GPS)の手法も基本的にはBCPNNと同様のデータを用いて計算される。いずれも、大量のデータに埋もれている問題を拾い出す、新たな問題の提起に有用と考えられているが、検証的な評価には必ずしも向いていないとされる。
ARBの横紋筋融解症および、副作用としてよく知られているゲフィチニブの間質性肺炎、スタチンの横紋筋融解症、ACE阻害薬の咳について四半期ごとに区切った報告期間までの累積BCPNN IC をプロットした。エラーバーは2SDを示す。よく知られた3つの副作用の例ではエラーバーの下限が0を超えておりBCPNN法でシグナルが検出された。一方、ARBの横紋筋融解症についてはエラーバーの下限が0を超える期間はなく、シグナルはBCPNN法で検出されなかった。
文献
Oshima Y: Characteristics of drug-associated rhabdomyolysis: analysis of 8,610 cases reported to the u.s. Food and drug administration. Intern Med 50: 845-53, 2011.
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Senn S: Statistical Issues in Drug Development. In: John Wiley & Sons, Ltd, 2007.
Spilker B: Guide to Clinical Trials. In: Lippincott Williams & Wilkins, 1991.
Bate A, Lindquist M, Edwards IR, Olsson S, Orre R, Lansner A and De Freitas RM: A Bayesian neural network method for adverse drug reaction signal generation. Eur J Clin Pharmacol 54: 315-21, 1998.
# data is downloaded from
# shift JIS
# http://web.ias.tokushima-u.ac.jp/linguistik/RMeCab/data.zip
# UTF8
# http://web.ias.tokushima-u.ac.jp/linguistik/RMeCab/data.tar.gz
# indicate data folder
setwd(“C:/Users/Oshima/Documents/2018/R MeCab/”)
# convert text files to vector
d <- t(docMatrix2(“data/writers”))
myNaiveBayes <- function(x, y) {
lev <- levels(y) #1
# term frequency in each category
ctf <- sapply(lev, function(label) colSums(x[y == label,])) #2
# term probability in each category smoothed using Laplace smoothing
ctp <- t(t(ctf + 1) / (colSums(ctf) + nrow(ctf))) #3
# number of each class documents
nc <- table(y, dnn = NULL) #4
# class prior
cp <- nc / sum(nc) #5
structure(list(lev = lev, cp = cp, ctp = ctp), class = “myNaiveBayes”) #6
}
Woodward M (2005). Epidemiology Study Design and Data Analysis. Chapman & Hall/CRC, New York, pp. 381 – 426.
(p. 412) A case-control study of the relationship between smoking and CHD is planned. A sample of men with newly diagnosed CHD will be compared for smoking status with a sample of controls. Assuming an equal number of cases and controls, how many study subject are required to detect an odds ratio of 2.0 with 0.90 power using a two-sided 0.05 test? Previous surveys have shown that around 0.30 of males without CHD are smoker.
事前の見積もりに必要なのは、odds ratio 2.0, power 0.90, two-sided 0.05 testという、研究者が設定するパラメータと、先行研究から得ておくべき背景の情報として「冠動脈疾患にかかっていない男性の30%がスモーカーだ」という、コントロール群の曝露頻度に相当する情報です。あと、コントロールを選ぶ際はマッチングは行わないで、ケースと１：１となる人数にするとしています。ここで設定しているオッズ比は、「オッズ比2.0以上だとリスクとして警告する価値がある」と研究者が思い込むような任意の数字で、基準があるわけではないです。これを、認識しているかどうかで、結果が出た際に（特に差がつかなかった時に）データの解釈の書き方が大きく変わります。
data: 50 and 135
number of successes = 50, number of trials = 135, p-value = 0.00328
alternative hypothesis: true probability of success is not equal to 0.5
95 percent confidence interval:
0.2888945 0.4576672
sample estimates:
probability of success
0.3703704
data: 11 and 23
number of successes = 11, number of trials = 23, p-value = 1
alternative hypothesis: true probability of success is not equal to 0.5
90 percent confidence interval:
0.2960934 0.6648524
sample estimates:
probability of success
0.4782609
このアプローチでは、観察期間を単位期間ごと（この場合は1hr）に分割して、イベントが発生した時以外は、コントロールとして、多くのcontrolと少数回のcaseを観察したcase-control studyのようにみなします。原文では[the case-crossover design can be viewed as matched case-control design with 1:M matched pairs]となっていまして、この、「みなす」というのが感覚的によくわからないのですがそういうことらしいです。例題では一人につき1年間観察して、1回AMIが発症たことにしていますので、1例の症例が、集計上8759例のcontrolと1例のcaseのように扱われます。例題では10例いますのでトータルの集計上の観察症例数は87600例と表示されます。matched pairを示す指標としてcase idを使用した、conditional logistic regression modelを用います。Formulaには[case~exposure+strata(id)]を入れます。
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vigiRank is a data-driven predictive model for emerging safety signals. In addition to disproportionate reporting patterns, it also accounts for the completeness, recency, and geographic spread of individual case reporting, as well as the availability of case narratives. Previous retrospective analysis suggested that vigiRank performed better than disproportionality analysis alone.
Watson S, Chandler R, Taavola H, et al. Safety Concerns Reported by Patients Identified in a Collaborative Signal Detection Workshop using VigiBase: Results and Reflections from Lareb and Uppsala Monitoring Centre. Drug Saf. September 2017. [PubMed]
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以前Sequence Symmetry Analysis (SSA) がイマイチうまく算出できないという話を書いて、そのまま放置していましたけど、ここの所American College of Physiciansで新しいプロジェクトを開始するという件が、いよいよ動き出すことになってその準備が佳境に入ってきています。先週は、平日に会社を１日休んで準備にあてていました。勤労感謝の今日もかなりの時間をその準備に使っています。旗振り役の某大学の先生とも電話で打ち合わせしましたが、彼女は勤労感謝の今日も休日出勤で一日中病院にいらしたという事で、それでも、学会のプロジェクトの仕事もされていたようです。そうまでして、こういうプロジェクトをしようと言うバイタリティには脱帽です。わたしも、ACPのプロジェクトが忙しくなってきたので他の事はぼちぼち進めます。
2017年はproductivity の高い年を過ごしました。この文章の大部分を書いているのは2017年秋ですが、この記事を公開できるのはAnnals of Internal Medicine誌およびJAMA oncology誌でarticleが出版され公開された後にしましたので、もう2018年の冬です。２０１７年1年でCirculation のリサーチレター、Bone Marrow Transplant, Ann Int Med のレターそしてJAMA oncologyの短報が受理・出版されました。C誌、A誌、J誌でそれぞれ驚いた点があります。
Ann Int Med: この雑誌は、レターの投稿方法が一風変わっています。あたかもFacebookや一般のblogにコメントするような形で投稿します。ホームページ上で掲載された多くの研究論文には、下の方にコメント欄があって、そこに入力すれば投稿することになります。簡単な審査はあるようですが、スパムのようなものでなければ、投稿したコメントはしばらくしたら、ホームページ上で公開され、インターネットを介して誰でも見れるようになります。ただし、ホームページで公開されたコメントがすべて雑誌に掲載されるわけではありません。ホームページで公開されますと、一般の読者や元の研究論文の著者らの目に触れ、そうした人たちがコメントに対してさらにコメントしたりします。こういった、世の中の反応を見て編集者が雑誌に掲載するコメントを選びます。おそらく、盛り上がったやり取りがなされていたら、それはつまり、世の研究者らの関心が高い話題についての議論だということでしょう。ホームページにコメントを公開することで、世の中の注目度を観察して、それを参考に編集者は選んでいるのです。インターネットでの記事の公開と、紙面での雑誌の編集が双方向に作用しているのです。
一方で、この手軽さが問題を引き起こしました。通常の雑誌の記事の投稿であれば、投稿時に共著者の情報も正確に提出することが求められます。しかし、今回はとりあえずコメントと、筆頭著者の連絡先だけが求められていました。ですので、accept のレターには、共著者のメールアドレスを教えてほしい、という内容が書かれていました。ここで、大変な粗相をしてしまいました。じつは別のコメントについてacceptのレターが来たのと勘違いして、別の共著者にCOIのフォームやcopyright transferの確認をしてしまったのです。この時連絡を取ったみなさん、Ann Int Medにお名前が掲載されるとして喜ばれたはずです。「間違っていました、別の共著者と投稿した奴」でしたと説明するのが本当に気まずかったです。
JAMA oncology: こちらの編集の方にも驚かされました。投稿して2-3週間ほど経過したときにdecision letterが来ました。１週間ほどで来る連絡は通常忘門前払いです。編集者がざっと見てレビューワーにも回さずに返却します。2-3週間も速い方です。このタイミングで来る返信も経験的にはrejectが少なくありません。レビューワーがあまり深く読み込まずに、「この雑誌には向いていない」とか言って返します。でも今回は忘れもしません。健康診断を受けるために近くの医療センターで検査を待っているときにメールが届きました。健康診断の検査を受け、その待ち時間に何度もメールを読み返しました。それとほぼ同時にCOIのフォームやcopyright transferのレターが共著者の方にも送られていました。そして、内容はと言うとレビューワー二人がそろって興味を示してくださっていました。
・ This article should be prioritized for publication. (reviewer#1)
・ The conclusions are important to disseminate to practitioners quickly. (reviewer#2)
ところが、このprioritize, quicklyは若干曲者で、再解析が必要な内容を含め2-3週間で回答するようにという内容でした。通常であれば、2-3か月の間にリバイスするように要求されるのですが、異例の短さです。幸い、初回の投稿前に検討したようなデータでしたので、実際には再解析することなく、以前検討したデータを探してテーブルにまとめる程度で対応できました。
最後に、もう一点、JAMA oncologyは初回のレビューが終わった時点でtwitterでつぶやく言葉を一緒に述べるようにとリクエストしてきました。そう。出版社がつぶやく記事の宣伝のためにtwitter用の言葉も一緒に提出させるのです。このJAMAのtwitterやAnn Int Medのレターを見ますと、新しい技術・仕組みを取り入れて出版社も生き残りにチャレンジしているのです。また、Circulationの件のようにリスクを冒しても質を高めるようなこだわりの側面を見ました。これまで抱いていた欧米人のイメージを書き換えるような経験です。彼らチャレンジャーは旧態依然としたままでは、それぞれの世界で生き残れないのを知っているのでしょう。
Letter to the editor, correspondence, short communication等は考えたことを出版するにはよい選択肢である
第一に、通常の論文より出版される機会が高い
第二に、通常、タイトルが付いた学術雑誌の記事として索引されるので、文献検索システムで検索できる
Letters to the editor merit your consideration as a publication option:
– first, because letters and short pieces stand a better chance of being published than longer articles,
– and second, because published letters to the editor generally are titled and indexed, thus making them retrievable as articles in the journal.
Reference: LaVigne P. Letters to the editor. In: Taylor RB, Munning KA, eds. Written communication in family medicine. New York: Springer-Verlag; 1984:50.
Types of Letter
Letter to the Editorにはさまざまな型のものがある。
1. Attaboy (よくやった、でかした）
“I would like to congratulate Dr. Dellinger for anexcellent overview of cardiovascular management of septicshock.” で始まり, “This is a very useful clinicalreview in the management of a condition with a high mortalityrate, and I would certainly use this decision tree in my clinicalpractice”と結ぶようなレターの例がないわけではないが、その領域で名の知れた専門家でない限り、一般の研究者・医師がこの型のレターを投稿しても、紙面を割いてもらえる機会はあまり期待できないだろう。 Reference
Pravinkumar E. Letter: cardiovascular management of septic shock. Crit Care Med 2004;32(1):315
2. New Idea to Add
記事で述べられた知識をもとに、さらに議論を深めたいと思うことがあるだろう。糖尿病性足潰瘍の治療について述べられた記事に対して、2人の読者が“An effective adjunctive therapy for wound debridement that was not mentioned is maggot therapy”としてレターを投稿した。
糖尿病性足潰瘍に対するうじ虫治療の効果について、私は詳しくないが、6報の文献を参照しその科学的根拠を示していることに加え、その治療法を2名の読者が指摘するという点がその意義を支持している。 Rererence
Summers JB, Kaminski J. Letter: maggot debridement therapy for diabetic necrotic foot. AFP 2003;68(12):2327
3. Disagreement
記事に反対意見を表明する読者もいる。不妊患者のボディマスインデックス(BMI)と妊娠第一期の転帰について議論した記事に対して、2人の読者が“The authors finally concluded that outcome of singleton pregnancies in patients with infertility was not influenced by BMI. We disagree with these results”とレターを投稿した。
この場合も、複数の読者が反対意見を表明しているという点が一般性を支持している。もし、本当におかしな結論を導いている記事があれば、反対意見を表明するのは重要なことである。 Reference
Bellver J, Pellicer A. Letter: impact of obesity on spontaneous abortion. Am J Obstet Gynecol 2004;190:293
4. Statement of Concern
家庭の銃器と殺人・自殺のリスクを調査した疫学調査（ケースコントロールスタディ）の記事に対して、１人の読者が著者の主張（と編集者）に対して疑問を投げかけた。“I doubt the Annals’ editorial board would have published without commentary an article by a pro-gun organization purporting to defend gun ownership. The author’s affiliations with anti-gun ‘research’ groups are no less compelling an argument for bias”このレターと同じページに「銃所持反対」の著者によって書かれたという申し立てとともに掲載された。
今であればconflict of interestで明記すべき内容かもしれない。銃所持支持団体が銃のリスクを論じる文献を投稿したのであれば、バイアスが懸念されるのは当然のこと。ただ、COIに明記されているのであれば、あえて懸念があると指摘することはほとんど意味がないだろう。 Reference
Fritz DA. Letter: lies, damned lies, and statistics. Ann Emerg Med 2004;43(1):141
5. Sounding Off (主張)
特に記事を引用することなく、主張を述べる、一種の論説。”Medicine is not exact, and bad outcomes happen. The notion that physicians can follow a formula and avoid successful litigation is false”
確かに、医療は完全ではないので、悪い結果が出ることはあるもので、マニュアルに従っていれば訴訟を避けられるというのは嘘だろう。依頼されていない”Sounding Off” レターはタイムリーで的を得た内容で、うまく叙述されていなければ掲載されないだろう。特に著者が無名の場合には。 References
Grant DC. Letter: I don’t want to hear about the “standard of care.” Ann Emerg Med 2004;43(1):139
“discussed the use of low dose colchicine in gout. The treatment dose of colchicine, which has remained at 1 mg initially, followed by 500 mcg every 2-3 hours for many years, should be reviewed. However, they are incorrect to say that the current BNF (British National Formulary) recommends a regimen for colchicine that is unchanged since the 1966 edition. In September 1999 the BNF reduced the total dose of a course of colchicine from 10 to 6 mg. Before 1981 the BNF did not even state the higher limit of 10mg”
Letter to the Editorを成功に導くのは、努力というよりはインスピレーションです。雑誌の記事を読んでいて手紙を書きたいという衝動にかられる事でしょう。たとえば、「私はこの話題について何かを知っている」とか「私が共有したい意見を持っています。」とか。もちろん、上で述べたとおり、一部のLetterは出版された記事に対してコメントするものではありません。
文献を引用してください。多くの場合、Letter to the Editorには参考文献の引用がいくつかありますが、それほど多くはありません。
執筆を開始する前に、まず各紙のinstructions to authorsを読みます。通常instructionにはLetter to the Editorを投稿する際に満たすべき要件が記載されています。例えば、米国医師会雑誌（JAMA）では、「最近のJAMAの記事を議論するLetter to the Editorは、記事の発表から4週間以内に投稿すること、文章は400語以内で、参考文献は5報を超えてはならないとあります。New Engl J Medでは3週間以内。
Letter to the Editorは、レビュー論文と同じように提出する必要があります。つまり、タイトルで始める必要があり、レターヘッドのない、普通の白紙に、二重の間隔で原稿を作成する必要があります。Letter to the Editorの原稿は、あなたが単に編集者宛に連絡しているのではないことを示すために、カバーレターと共に送付する事を求めるジャーナルもあります。
